Edukacja 2013, 4(124), 5–19 ISSN 0239-6858
Wiekstartuszkolnegoaosiągnięciawnauce
wokresiewczesnoszkolnym
Krzysztof Konarzewski
Instytut Badań Edukacyjnych*
W celu oszacowania związku między osiągnięciami szkolnymi a względnym i bezwzględnym wiekiem ucz- niów poddano analizie dane 101 519 średnio dziesięcioletnich uczniów z 5585 oddziałów 25 krajów Europy biorących udział w międzynarodowym pomiarze osiągnięć szkolnych IEA TIMSS 2011. W hierarchicznej analizie regresji zmienną zależną były osiągnięcia w matematyce i przyrodoznawstwie, a zmiennymi nie- zależnymi – względny wiek ucznia w oddziale klasowym i średni wiek oddziału. Efekt względnego wieku okazał się silniejszy niż w badaniach ignorujących podział uczniów na oddziały, mimo że najstarsi i najmłodsi w oddziale urodzili się w różnych porach roku. Efekt względnego wieku zależał od średniej wieku w oddziale:
w oddziałach najmłodszych był najsilniejszy, a w najstarszych – nieodróżnialny od zera. Średnia osiągnięć (zwłaszcza w przyrodoznawstwie) była wyższa w oddziałach starszych niż w młodszych.
Słowa kluczowe: pedagogika, efekt względnego wieku, osiągnięcia szkolne, TIMSS.
* Adres do korespondencji: ul. Górczewska 8, 01-180 Warszawa. E-mail: k.konarzewski@ibe.edu.pl
W
jakim wieku dzieci powinny rozpo- czynać naukę w szkole? – to jedno z pytań najczęściej stawianych badaczom oświaty. U jego podłoża leży przekonanie, że istnieje taki wiek startu szkolnego, który maksymalizuje prawdopodobieństwo suk- cesu edukacyjnego wszystkich lub większo- ści dzieci, i że nauka powinna go określić.Niestety, to niemożliwe.
Po pierwsze, wiek startu szkolnego wpły- wa na wykształcenie w interakcji z systemem kształcenia: programem, organizacją naucza- nia, kwalifikacjami i postawami zawodo- wymi nauczycieli itp. Jest całkiem możliwe, że wiek optymalny w jednym systemie okazałby się nieoptymalny w innym. Po drugie, nawet przy ustalonym systemie kształcenia nie uda- łoby się określić optimum wieku, ponieważ wymagałoby to wieloletniego eksperymentu,
w którym szkołę rozpoczynałyby duże i losowo dobrane próbki dzieci, powiedzmy pięcio-, sześcio-, siedmio- i ośmioletnich.
Taki eksperyment jest niewykonalny, ponie- waż trudno sobie wyobrazić zgodę rodziców na przyspieszenie lub opóźnienie startu szkol- nego ich dzieci w stosunku do tradycji panu- jącej w całym kraju. Zrujnowałaby go zresztą świadomość dzieci, rodziców i nauczycieli, że uczestniczą w eksperymencie, oraz inter- akcje zmiennej niezależnej z zewnętrznymi zdarzeniami, np. poniżającym traktowaniem uczniów „opóźnionych” przez krewnych i sąsiadów.
Badaczom pozostaje jedynie porównywa- nie osiągnięć szkolnych1 w krajach różniących się wiekiem obowiązku szkolnego. Niestety,
1 Osiągnięcia szkolne (educational achievement) to ogół poznawczych, afektywnych lub psychomotorycznych zmian w umyśle ucznia, zgodnych z jawnym lub ukry- tym celem kształcenia i zachodzących w następstwie przebywania w szkole.
Konarzewski 6
takie badania nie prowadzą do wiążących rozstrzygnięć, ponieważ porównywane kraje różnią się od siebie nie tylko wiekiem startu szkolnego, ale także kulturą, zamoż- nością, organizacją szkolnictwa itp., słowem – czynnikami, które niezależnie od wieku mogą wpływać na osiągnięcia. Jaskrawym przykładem niekonkluzywności porównań jest przedsięwzięcie Warwicka Elleya (1992, cyt. za Sharp, 2002), który zestawił wyniki pomiaru rozumienia pisanego tekstu z wie- kiem startu szkolnego w 32 krajach i stwier- dził, że w 10 krajach mających najwyższe wyniki wiek startu szkolnego był nieco wyż- szy (6,3 roku) niż w 10 krajach o najniższych wynikach (5,9 roku). Różnica ta odwróciła się jednak, gdy badacz poddał statystycznej kon- troli zmienną rozwoju kraju. Kontrolowa- nie innych zmiennych najprawdopodobniej zmieniłoby i ten wynik.
Więcej światła mogą rzucić porównania osiągnięć grup wiekowych wewnątrz klasy lub oddziału klasowego2 – grupy te bowiem kształcą się w podobnych warunkach.
W większości współczesnych systemów edukacyjnych dzieci spełniające określone w prawie oświatowym kryterium wie- kowe zaczynają naukę tego samego dnia, np. w Polsce pierwszego (roboczego) dnia września. Kryterium to określa graniczny wiek obowiązku szkolnego3. Obowiąz- kowi podlega każde dziecko, którego wiek w urzędowym dniu rozpoczynania nauki jest nie niższy niż określony w kryterium.
2 Klasą (grade) nazywamy wyodrębniony programowo okres kształcenia najczęściej, choć nie zawsze, obej- mujący jeden rok nauki. Oddział klasowy (classroom), w Polsce mylnie nazywany klasą, to grupa uczniów będą- cych najczęściej, choć nie zawsze, w jednej klasie i zacho- wująca stały skład na lekcjach większości przedmiotów.
3 W Stanach Zjednoczonych kryterium obowiązku zastąpiono kryterium uprawnienia. Dziecko spełnia- jące je ma prawo pójść do szkoły, ale o tym, czy pójdzie, decydują rodzice. Zatrzymywanie uprawnionych dzieci w przedszkolu na dodatkowy rok nazwano wkładaniem czerwonej koszulki (academic redshirting), nawiązując do noszonej przez pauzujących graczy w zespołach spor- towych (Graue i DiPerna, 2000).
Na przykład w Polsce, zgodnie ze znoweli- zowaną w 2008 r. ustawą o systemie oświaty, dziecko idzie do szkoły 1 września tego roku, w którym obchodzi szóste urodziny nie później niż 31 grudnia, w Czechach i na Słowacji – nie później niż 31 sierpnia, na Węgrzech – nie później niż 31 maja. W każ- dym wypadku rozpiętość wieku dzieci w 1 klasie wynosi przynajmniej 1 rok. Jeśli wykryje się różnice w osiągnięciach szkol- nych lub miarach zdrowia psychicznego między młodszymi i starszymi uczniami w klasie, pojawia się pokusa, by przypisać je wiekowi. W literaturze przedmiotu nazywa się je efektami daty urodzenia (birthdate effect).
Badania efektów daty urodzenia Pierwsze doniesienie na ten temat pocho- dzi z lat 30. XX w. (Bigelow, 1934). Potwier- dziły je następne. Inez King (1955) zmie- rzyła osiągnięcia szkolne 104 uczniów kończących klasę 6, z których jedni rozpo- częli naukę przed, inni zaś po skończeniu 6. roku życia. Osiągnięcia starszych ucz- niów okazały się istotnie wyższe niż młodszych. Autorka wyjaśnia to większą zdolnością starszych do radzenia sobie z ograniczeniami i napięciami, które szkoła z konieczności narzuca dzieciom. Podobny wynik uzyskali inni badacze (Allen i Barns- ley, 1993; Bedard i Dhuey, 2006; Davis, Trimble i Vincent, 1980; Martin, Foels, Clanton i Moon, 2004; Thompson, 1971).
Stwierdzono też, że starsze dzieci częściej były kierowane do programów kształcenia dla uczniów uzdolnionych (Maddux, Stacy i Scott, 1981) i umieszczane w bardziej zaawansowanych ścieżkach kształcenia (Freyman, 1965; Sutton, 1967).
Z wielu badań wynika, że dzieci względ- nie młodsze doświadczają więcej prze- szkód w uczeniu się i przystosowaniu do życia w szkole, np. częściej powtarzają klasę (Dobkin i Ferreira, 2009; Langer,
Wiek startu szkolnego a osiągnięcia w nauce w okresie wczesnoszkolnym 7 Kalk i Searls, 1984; Verachtert, De Fraine,
Onghena i Ghesquière, 2010). Glenn DiPasquale i współpracownicy (1980) usta- lili daty urodzenia 552 uczniów ze wszyst- kich klas w pewnym okręgu szkolnym w Stanach Zjednoczonych, którzy otrzymali od swoich nauczycieli skierowania na kon- sultacje psychologiczne z powodu trudności w uczeniu się lub problemów z zachowaniem (71% stanowili chłopcy). Badacze stwier- dzili, że odsetki skierowanych różnicował liniowo wiek, w którym były dzieci, gdy rozpoczynały naukę w klasie przedszkol- nej. Z dzieci urodzonych w styczniu i lutym skierowania otrzymało 13%, a z urodzo- nych w listopadzie i grudniu – 26%. Efekt okazał się istotny tylko w odniesieniu do chłopców z pierwszych trzech klas i tylko w odniesieniu do skierowań z powodu trud- ności w uczeniu się, ale w innym badaniu (Weinstein, 1969) wykryto go także w sfe- rze zaburzeń emocjonalnych. Wykazano też (Diamond, 1983; Maddux, 1980), że dzieci względnie młodsze częściej są umieszczane w klasach terapeutycznych lub kierowane na zajęcia wyrównawcze, a także są mniej lubiane przez innych uczniów w oddziale klasowym (Miller i Norris, 1967).
Ten nurt badań szybko spotkał się z krytyką, zwłaszcza że „maturacjoniści”, czyli psychologowie i pedagodzy przywią- zani do pojęcia dojrzałości szkolnej, wyko- rzystywali je do uzasadnienia praktyki przetrzymywania względnie młodszych dzieci przez dodatkowy rok w przedszkolu (Uphoff i Gilmore, 1986). Gilbert Gredler (1980), praktykujący psycholog szkolny, zauważył, że niektórzy nauczyciele hołdują stereotypowemu przekonaniu, że najmłodsi uczniowie w oddziale, zwłaszcza chłopcy, będą im sprawiać kłopot, toteż kierują ich do psychologa z powodów, które zignoro- waliby u starszych, zwłaszcza dziewczynek.
Zdaje się, że miał rację, bo późniejsze bada- nia wykazały, że dzieci względnie najmłod- sze częściej bywają błędnie diagnozowane
jako uczniowie mający trudności w uczeniu się (Gledhill, Ford i Goodman, 2002). Miał też rację, twierdząc, że dzieci niedojrzałe do szkoły potrzebują nie tyle czasu, ile aktyw- nej pomocy ze strony systemu oświaty.
W polemicznym zapale Gredler (1980) wysunął sugestię, że efekt daty urodzenia jest artefaktem, ale jego argumenty trudno uznać za przekonujące.
Nowsze badania, prowadzone także w Zjednoczonym Królestwie, Norwegii i Kanadzie (Reijneveld i in., 2006), posze- rzyły zakres zmiennych zależnych o miary zdrowia psychicznego. W jednym z nich, przeprowadzonym w kanadyjskiej Alber- cie (Thompson, Barnsley i Dyck, 1999), wykryto wyższy odsetek samobójstw wśród młodzieży w młodszej niż w star- szej połowie rocznika szkolnego. Sam brak dojrzałości szkolnej nie mógłby wyjaśnić tego efektu. Przyczyną bardziej prawdopo- dobną wydaje się połączenie niedojrzałości z mechanizmem społecznego porównywa- nia się. Na to przypuszczenie naprowadził zespół Angusa Thompsona (2004) zasta- nawiający fakt, że w ligowych drużynach hokejowych jest więcej graczy urodzonych w pierwszych niż w ostatnich miesiącach roku. Ich wyjaśnienie zakłada, że graczy rekrutuje się do zespołu jak do szkoły – na podstawie kryterium wiekowego. Wskutek tego (a) najmłodsi gracze w zespole, jako psychomotorycznie mniej dojrzali, obiek- tywnie gorzej spełniają wymagania swojej roli, a ponieważ (b) rywalizacja sportowa zmusza ich do porównywania się z innymi, więc (c) częściej mają poczucie, że są gorsi;
(d) tłumaczenie sobie tego poczucia bra- kiem zdolności (e) trwale obniża ich samo- ocenę, a (f) obniżona samoocena sprzyja odpadaniu z zespołu.
Powyższe rozumowanie składa się z wielu przesłanek, z których każda wyma- gałaby sprawdzenia, mimo to autorzy prze- noszą je na szkołę, wysuwając hipotezę, że obniżona w okresie wczesnoszkolnym
Konarzewski 8
samoocena może pośredniczyć między wie- kiem rozpoczynania nauki a skłonnościami samobójczymi. Na poparcie tej hipotezy przedstawiają wyniki badania samooceny u 1129 kanadyjskich uczniów z klas od 1 do 9. Nic nie wiadomo o reprezentatywności tej próbki, ale sam fakt, że znalazło się w niej znacznie więcej uczniów z klas 1–6 (90%) niż 7–9 (10%), każe o niej wątpić. Samoocenę zmierzono za pomocą dwóch wersji (dla młodszych i starszych badanych) inwenta- rza samooceny Jamesa Battle (Culture Free Self-Esteem Inventory, por. Brooke, 1995), ale w analizie uznano je za równolegle.
Wyniki uczniów w różnym wieku analizo- wano łącznie, ignorując wielkie różnice cza- sowe między doświadczeniem będącym rze- komo źródłem samooceny a jej pomiarem.
Stwierdzono słaby, ale istotny liniowy efekt daty urodzenia oraz, sądząc z wartości F4, znacznie silniejszy efekt struktury rodziny (młodzież z rozbitych rodzin miała niższą samoocenę niż z pełnych). Interakcji obu zmiennych nie było.
Badaniu można postawić wiele zarzutów.
Najważniejszy to niezgodne z teorią Thom- psona i współpracowników (2004) wyniki skrajnych grup wiekowych: młodszych o kwartał niż najmłodsi w „urzędowym”
wieku i starszych o kwartał niż najstarsi.
Te grupy doskonale wpisały się w ogólny trend, choć na gruncie teorii o początko- wej niedojrzałości tak być nie powinno.
Dzieci z pierwszej grupy musiały z łatwoś- cią spełnić kryterium dojrzałości szkolnej, inaczej nie zostałyby przyjęte, mogły więc z sukcesem rywalizować w nauce ze star- szymi – dlaczego zatem ich samoocena jest najniższa? Dzieci z drugiej grupy skorzy- stały z odroczenia obowiązku szkolnego, które stosuje się zwykle wobec kandydatów
4 W tekście (s. 316) podaje się jedynie wartości testu F (2,49 i 20,36, odpowiednio), przy czym przy pierwszej liczba stopni swobody w liczniku wynosi 1, co jest nie- zrozumiałe w świetle faktu, że analiza wariancji objęła 6 grup wiekowych.
niespełniających w terminie kryterium dojrzałości, albo powtarzały klasę, więc prawdopodobnie umysłowo ustępowały młodszym – dlaczego zatem ich samoocena jest najwyższa? W świetle tych wątpliwości, a także świadectw empirycznych (Kona- rzewski, 2013) wypada uznać próbę wyka- zania związku między wiekiem rozpoczy- nania nauki a skłonnościami samobójczymi za chybioną.
W wielu badaniach stwierdzono, że efekt daty urodzenia w sferze osiągnięć szkolnych słabnie wraz z wiekiem ucz- niów (Dolata i Pokropek, 2012; DiPasquale i in., 1980; Jones i Mandeville, 1990). Phi- lip Langer i współpracownicy (Langer, Kalk i Searls, 1984) poddali analizie dane z krajowej próbki National Assessment of Educational Progress obejmujące pomiary osiągnięć w klasach 4 (dziewięcio- latki), 8 (trzynastolatki) i 11 (siedemnasto- latki). Pod uwagę wzięli zarówno względny wiek ucznia w klasie, jak i średni wiek oddziału klasowego, rozróżniając oddziały starsze (w stanach, które ustaliły graniczny wiek startu szkolnego na wrzesień) i młod- sze (w stanach, w których przypadał on w grudniu). Krokowa analiza regresji z kon- trolą schematu próbkowania i przy kon- troli płci oraz statusu socjoekonomicznego rodziny i otoczenia szkoły wykazała, że:
■w kohorcie dziewięciolatków istotnie wyższe osiągnięcia mieli zarówno ucz- niowie względnie starsi (R2 = 0,2)5, jak i uczniowie w starszych oddziałach (0,3), niezależnie od koloru skóry;
■w kohorcie trzynastolatków zmniejszyła się przewaga względnie starszych u osób białych (0,1), ale utrzymała się u czar- noskórych (0,3); przewaga starszych oddziałów zanikła u białych, ale utrzy- mała się u czarnoskórych;
5 Ta wartość R2 i wszystkie poniżej są mnożone przez 100, by oznaczały procent odtworzonej wariancji zmien- nej zależnej.
Wiek startu szkolnego a osiągnięcia w nauce w okresie wczesnoszkolnym 9 ■ w kohorcie siedemnastolatków zanikły oba
efekty, zarówno u białych, jak i czarnych.
Stwierdzono też, że młodsi uczniowie z kohorty dziewięcio- i trzynastolatków względnie częściej niż starsi powtarzali klasę, przy czym w kohorcie białych dziewięciolat- ków – młodsi chłopcy istotnie częściej niż młodsze dziewczynki. „Skuteczna adaptacja ucznia do środowiska szkolnego i powtarza- nie klasy to dwa możliwe powody spadku znaczenia względnego wieku” – konkludują autorzy (Langer, Kalk i Searls, 1984, s. 73).
Rozróżnienie wieku ucznia i wieku oddziału okazało się mało płodne: nie stwierdzono, by interakcja obu tych zmiennych kontrolo- wała którąkolwiek zmienną zależną. Trzeba jednak zauważyć, że interakcję badano naj- prostszą metodą: za pomocą iloczynu obu zmiennych niezależnych. Ta metoda ignoruje różnice lokalnych (oddziałowych) rozkładów osiągnięć, które mogą maskować interakcję.
Większość badaczy efektu daty uro- dzenia wykorzystywała poprzeczny (cross- -sectional) schemat badania, ale nie zabra- kło też badań podłużnych. W Polsce przeprowadzili je Roman Dolata i Artur Pokropek (2012) na danych Centralnej Komisji Egzaminacyjnej. Autorzy wzięli pod uwagę trzy kohorty wiekowe uczniów urodzonych w latach 1994–1996 i miesz- czących się w przedziale wieku właści- wego dla swojej klasy. Analiza regresji osiągnięć uczniów w dwóch punktach czasowych: pod koniec szkoły podstawo- wej i gimnazjalnej na ich wiek wykazała istotny, ale słaby efekt daty urodzenia dla sprawdzianu (w trzech kohortach R2 wahał się od 0,29 do 0,38) i jeszcze słabszy dla egzaminu gimnazjalnego, szczególnie jego części matematyczno-przyrodniczej (0,03–0,07) – nieźle potwierdzając wyniki zespołu Langera (1984). W pewnym badaniu brytyjskim (Hutchison i Sharp, 1999, cyt. za Sharp, 2002), przeprowadzonym w takim samym schemacie jak u Dolaty i Pokropka (2012), mierzono umiejętność rozumienia
pisanego tekstu. Uczniowie względnie starsi uzyskali wyższe wyniki niż młodsi, ale róż- nica zmniejszała się wraz z latami nauki od 0,47 u sześciolatków do 0,25 u dwunastolat- ków (w jednostkach d Cohena).
Na odrębną uwagę zasługuje praca badaczy z Katolickiego Uniwersytetu w Leuven (Verachtert i in., 2010), oparta na danych z masowego badania podłuż- nego osiągnięć matematycznych 3990 ucz- niów ze 122 flandryjskich szkół (do ostat- niego pomiaru dotrwało tylko 3156 dzieci ze 120 szkół). Po pierwsze, osiągnięcia zmierzono trzykrotnie: na początku klasy 1, pod koniec klasy 1 i pod koniec klasy 2 testami zrównanymi wertykalnie, co pozwoliło skwantyfikować postępy dziecka w matematyce za pomocą wielopoziomo- wego modelowania krzywych wzrostu. Po drugie, wzięto pod uwagę – co w omawia- nej tradycji badawczej zdarza się rzadko – system kształcenia, choć ograniczony do jednego tylko elementu: indywidualizacji.
Opisano ją za pomocą dwóch wskaźników:
względnego czasu nauczania „frontalnego”, czyli zaadresowanego do całego oddziału, i częstości nauczania zaadresowanego do dzieci o najniższych i najwyższych osiąg- nięciach w oddziale. Oba wskaźniki oparto na ankiecie nauczyciela – źródle niezbyt wiarygodnym. Wyniki badania można streścić w kilku punktach.
■Na początku klasy 1 dzieci z właściwego przedziału wiekowego urodzone w pierw- szym kwartale (najstarsze) uzyskały w teście matematycznym istotnie wyższe wyniki niż dzieci urodzone w czwar- tym kwartale (najmłodsze) (d = 0,43), ale wśród dzieci spoza właściwego przedziału („opóźnionych”) było odwrotnie: młodsze górowały nad starszymi. Ten odwrotny efekt autorzy tłumaczą odmiennymi przyczynami odroczenia obowiązku szkolnego: u młodszych częściej miałaby to być przemijająca niedojrzałość, u star- szych – trwały brak zdolności.
Konarzewski 10
■ Odsetki dzieci z właściwego przedziału wiekowego, które nie dostały promocji do klasy 2, rosły od 6,4 w grupie urodzonych w pierwszym kwartale do 20,0 w ostatnim.
■W porównaniu z dziećmi z pierwszego kwartału, dzieci z drugiego półrocza roz- wijały się szybciej, wskutek czego począt- kowa luka w osiągnięciach zmniejszyła się o połowę6. Ten efekt dotyczył także dzieci opóźnionych (w przeszłości powta- rzających klasę przedszkolną).
■Wskaźnik nauczania „frontalnego” róż- nicował tempo postępów dzieci istotnie, ale tak słabo (d = 0,02), że autorzy słusz- nie napisali: „Możliwe, że zapewnienie dzieciom urodzonym jesienią odpowied- niego poziomu nauczania nie jest dobrym sposobem przezwyciężenia edukacyjnego efektu pory roku urodzenia” (Verachtert i in., 2010, s. 303).
Interesującą komplikację efektu daty urodze- nia przyniosły badania ekonomistów. Joshua Angrist i Alan Krueger (1991) wykazali, że szkołę średnią kończy mniejszy odsetek ucz- niów najstarszych (urodzonych w pierwszym kwartale) niż najmłodszych (z czwartego kwartału poprzedniego roku). Carlos Dob- kin i Fernando Ferreira (2009), poddawszy analizie dane osób w wieku powyżej 30 lat ze spisu powszechnego w Kalifornii i Teksa- sie, stwierdzili, jak wielu badaczy przed nimi, że urodzonym tuż przed progowym dniem uprawnienia szkolnego (czyli względnie najmłodszym) częściej zdarzało się powta- rzać klasę niż urodzonym przynajmniej 180 dni przed tym dniem (różnica wyniosła 20 punktów procentowych). Potwierdzili też wynik Angrista i Kruegera (1991): szkołę średnią ukończyło nieco więcej osób względ- nie najmłodszych (różnica wyniosła 1 punkt
6 W podobnym, choć ilościowo skromniejszym badaniu Frederick Morrison i inni (1997) stwierdzili jednak, że w okresie klasy 1 przyrost osiągnięć młodszych i star- szych uczniów w czytaniu i matematyce był taki sam.
Najwyraźniej tempo uczenia się zależy nie tyle od wieku uczniów, ile od strategii dydaktycznej nauczyciela.
procentowy). Najmłodszym zatem nieco gorzej wiedzie się w szkole, ale nieco częściej zdobywają oni wykształcenie średnie. Naj- ważniejsze, przynajmniej z punktu widzenia ekonomii, okazało się to, że względny wiek rozpoczęcia nauki nie miał żadnego wpływu na zatrudnienie, wynagrodzenie, posiada- nie własnego domu, stan cywilny, dochód rodziny itp. w okresie dorosłości. Wynik ten odnosi się do wszystkich kategorii płci, wieku i pochodzenia etnicznego.
Na koniec trzeba wspomnieć, że w niektó- rych badaniach albo nie wykryto efektu daty urodzenia (Black, Devereux i Salvanes, 2008;
Dietz i Wilson, 1985; May i Welch, 1986), albo uznano go za praktycznie nieistotny (Shepard i Smith, 1985, cyt. za Morrison i in., 1997), zwłaszcza w porównaniu z czyn- nikami socjoekonomicznymi (Bickel, 1991;
Jones i Mandeville, 1990) lub miarami dojrza- łości szkolnej (Wood, Powell i Knight, 1984).
Niektórzy badacze donosili też o odwrot- nym efekcie: dzieci relatywnie młodsze lepiej wykonywały test zdolności szkolnych niż starsze (McDonald, 2001), a dzieci najstarsze w klasie wskutek odroczenia startu szkol- nego przejawiały więcej zaburzeń zacho- wania w okresie dorastania i częściej korzy- stały z usług pedagogiki specjalnej (Byrd, Weitzman i Auinger, 1997). Deborah May i współpracownicy (1995) sądzą, że odrocze- nie startu często maskuje etykietką niedojrza- łości trwałe trudności w uczeniu się, wskutek czego dziecko dostaje pomoc z opóźnieniem.
Teoria efektu daty urodzenia Zadowalające wyjaśnienie efektu daty uro- dzenia musi się odwoływać do interakcji kompetencji ucznia i wyzwań wbudowa- nych w środowisko szkolne. Bieżący poziom kompetencji ucznia najlepiej rozumieć jako najwyższe wyzwanie na skali wyzwań szkol- nych, któremu uczeń jest w stanie sprostać à vista, bez konieczności uczenia się. Główne twierdzenie teorii głosi: rozwój, czyli trwały
Wiek startu szkolnego a osiągnięcia w nauce w okresie wczesnoszkolnym 11
przyrost kompetencji podmiotu, jest krzy- woliniową funkcją wyzwań środowiskowych (Rysunek 1). Znaczy to, że na skali wyzwań istnieje wartość optymalna w, reprezentu- jąca poziom, który najefektywniej pobudza rozwój określonej osoby. Punkty na lewo od w reprezentują wyzwania za małe, a punkty na prawo – za duże dla tej osoby. Niemniej nawet te suboptymalne wyzwania mają pewną, malejącą w miarę oddalania się od optimum wartość rozwojową, przy czym wartości wyzwań za dużych i za małych nie różnią się od siebie.
Oddział klasowy można przedstawić jako rodzinę indywidualnych krzywych rozwojowych umieszczonych na wspól- nej skali wyzwań z ustalonym modalnym poziomem wyzwań (MPW). Jako agregat złożony z wymagań programowych, metod udostępniania treści kształcenia, tempa nauczania i stylu oceniania, MPW jest kon- trolowany zarówno przez nauczyciela, jak i przez dominującą w kraju kulturę peda- gogiczną. W krajach, w których panuje kult
dzieciństwa (najkrócej: uznanie dzieciństwa za odrębną formę człowieczeństwa, wyma- gającą ochrony przed światem dorosłych), MPW jest przesunięty w lewo, ku niższym poziomom wyzwań. Jest prawdopodobne, że w takich krajach istnieje też skłonność do podwyższania wieku startu szkolnego.
Rysunek 2 przedstawia oddział złożony z dwóch uczniów różniących się poziomem kompetencji. Różnica między indywidu- alnymi punktami w wyraża wewnątrzod- działowe zróżnicowanie kompetencji. Na rysunku MPW jest usy
t
uowany optymal- nie: w punkcie przecięcia obu krzywych, co znaczy, że środowisko oddziału w jednako- wym stopniu pobudza rozwój obu uczniów, a jednocześnie maksymalizuje średnią roz- woju w oddziale. Przesunięcie MPW w lewo tworzyłoby środowisko bardziej korzystne dla ucznia o niższych kompetencjach, a przesunięcie w prawo – dla ucznia o wyż- szych kompetencjach. Przedział dopusz- czalnej zmienności MPW wyznaczają war- tości minimum i maximum; wyjście poza6
180 dni przed tym dniem (różnica wyniosła 20 punktów procentowych). Potwierdzili też wynik Angrista i Kruegera (1991): szkołę średnią ukończyło nieco więcej osób względnie najmłodszych (różnica wyniosła 1 punkt procentowy). Najmłodszym zatem nieco gorzej wiedzie się w szkole, ale nieco częściej zdobywają oni wykształcenie średnie. Najważniejsze, przynajmniej z punktu widzenia ekonomii, okazało się to, że względny wiek rozpoczęcia nauki nie miał żadnego wpływu na zatrudnienie, wynagrodzenie, posiadanie własnego domu, stan cywilny, dochód rodziny itp. w okresie dorosłości. Wynik ten odnosi się do wszystkich kategorii płci, wieku i pochodzenia etnicznego.
Na koniec trzeba wspomnieć, że w niektórych badaniach albo nie wykryto efektu daty urodzenia (Black, Devereux i Salvanes, 2008; Dietz i Wilson, 1985; May i Welch, 1986), albo uznano go za praktycznie nieistotny (Shepard i Smith, 1985, cyt. za Morrison i in., 1997), zwłaszcza w porównaniu z czynnikami socjoekonomicznymi (Bickel, 1991; Jones i Mandeville, 1990) lub miarami dojrzałości szkolnej (Wood, Powell i Knight, 1984).
Niektórzy badacze donosili też o odwrotnym efekcie: dzieci relatywnie młodsze lepiej wykonywały test zdolności szkolnych niż starsze (McDonald, 2001), a dzieci najstarsze w klasie wskutek odroczenia startu szkolnego przejawiały więcej zaburzeń zachowania w okresie dorastania i częściej korzystały z usług pedagogiki specjalnej (Byrd, Weitzman i Auinger, 1997). Deborah May i współpracownicy (1995) sądzą, że odroczenie startu często maskuje etykietką niedojrzałości trwałe trudności w uczeniu się, wskutek czego dziecko dostaje pomoc z opóźnieniem.
Teoria efektu daty urodzenia
Zadowalające wyjaśnienie efektu daty urodzenia musi się odwoływać do interakcji kompetencji ucznia i wyzwań wbudowanych w środowisko szkolne. Bieżący poziom kompetencji ucznia najlepiej rozumieć jako najwyższe wyzwanie na skali wyzwań szkolnych, któremu uczeń jest w stanie sprostać à vista, bez konieczności uczenia się. Główne twierdzenie teorii głosi: rozwój, czyli trwały przyrost kompetencji podmiotu, jest krzywoliniową funkcją wyzwań środowiskowych (Rysunek 1). Znaczy to, że na skali wyzwań istnieje wartość optymalna w, reprezentująca poziom, który najefektywniej pobudza rozwój określonej osoby. Punkty na lewo od w reprezentują wyzwania za małe, a punkty na prawo – za duże dla tej osoby. Niemniej nawet te suboptymalne wyzwania mają pewną, malejącą w miarę oddalania się od optimum wartość rozwojową, przy czym wartości wyzwań za dużych i za małych nie różnią się od siebie.
w [wyzwania]
Rysunek 1. Rozwój w funkcji wyzwań.
[rozwój]
Rysunek 1. Rozwój w funkcji wyzwań.
7
Oddział klasowy można przedstawić jako rodzinę indywidualnych krzywych rozwojowych umieszczonych na wspólnej skali wyzwań z ustalonym modalnym poziomem wyzwań (MPW). Jako agregat złożony z wymagań programowych, metod udostępniania treści kształcenia, tempa nauczania i stylu oceniania, MPW jest kontrolowany zarówno przez nauczyciela, jak i przez dominującą w kraju kulturę pedagogiczną. W krajach, w których panuje kult dzieciństwa (najkrócej: uznanie dzieciństwa za odrębną formę człowieczeństwa, wymagającą ochrony przed światem dorosłych), MPW jest przesunięty w lewo, ku niższym poziomom wyzwań. Jest prawdopodobne, że w takich krajach istnieje też skłonność do podwyższania wieku startu szkolnego.
Rysunek 2 przedstawia oddział złożony z dwóch uczniów różniących się poziomem kompetencji. Różnica między indywidualnymi punktami w wyraża wewnątrzoddziałowe zróżnicowanie kompetencji. Na rysunku MPW jest usytuowany optymalnie: w punkcie przecięcia obu krzywych, co znaczy że środowisko oddziału w jednakowym stopniu pobudza rozwój obu uczniów, a jednocześnie maksymalizuje średnią rozwoju w oddziale. Przesunięcie MPW w lewo tworzyłoby środowisko bardziej korzystne dla ucznia o niższych kompetencjach, a przesunięcie w prawo – dla ucznia o wyższych kompetencjach. Przedział dopuszczalnej zmienności MPW wyznaczają wartości minimum i maximum; wyjście ten poza przedział oznacza, że jeden z uczniów przestaje robić jakiekolwiek postępy.
Istotne dla życia w szkole kompetencje dzieci rozpoczynających naukę utarło się nazywać dojrzałością lub gotowością szkolną (Ilg i Ames, 1965). Poziom tych kompetencji zależy od wielu czynników. Jednym z nich jest wiek ucznia. Deborah May i Edward Welch (1986) wykazali, że wyniki popularnego testu dojrzałości (Gesell School Readiness Screening) są związane z datą urodzenia dziecka i że związek ten słabnie, w miarę jak dzieci stają się starsze7. Przyczyny tych efektów są przedmiotem żywej dyskusji (por. Lawlor, Clark, Ronalds i Leon; 2006, Martin i in., 2004), do której nie będziemy się tu odnosić. Najważniejsze, że różnica w początkowych kompetencjach, która każe się spodziewać niższych osiągnięć u dzieci młodszych, jest większa w oddziałach młodszych (tzn. grupujących uczniów w przeciętnie niższym wieku) niż w starszych.
7 Trzeba jednak zauważyć, że związki między dojrzałością na starcie szkolnym a późniejszymi osiągnięciami i przystosowaniem szkolnym czasem się ujawniały (Banerji, 1992; Graue i Shepard, 1989), a czasem nie (de Lemos i Mellor, 1994).
[rozwój]
Rysunek 2. Dwuosobowy oddział klasowy.
w1 min MPW max w2 [wyzwania]
Rysunek 2. Dwuosobowy oddział klasowy.
Konarzewski 12
ten przedział oznacza, że jeden z uczniów przestaje robić jakiekolwiek postępy.
Istotne dla życia w szkole kompetencje dzieci rozpoczynających naukę utarło się nazywać dojrzałością lub gotowością szkolną (Ilg i Ames, 1965). Poziom tych kompetencji zależy od wielu czynników. Jednym z nich jest wiek ucznia. Deborah May i Edward Welch (1986) wykazali, że wyniki popular- nego testu dojrzałości (Gesell School Readi- ness Screening) są związane z datą urodze- nia dziecka i że związek ten słabnie, w miarę jak dzieci stają się starsze7. Przyczyny tych efektów są przedmiotem żywej dyskusji (por. Lawlor, Clark, Ronalds i Leon; 2006, Martin i in., 2004), do której nie będziemy się tu odnosić. Najważniejsze, że różnica w początkowych kompetencjach, która każe się spodziewać niższych osiągnięć u dzieci młodszych, jest większa w oddziałach młod- szych (tzn. grupujących uczniów w przecięt- nie niższym wieku) niż w starszych.
Rysunek 3 przedstawia dwa dwuosobowe oddziały: młodszy, o niższej średniej wieku i starszy, o wyższej. W oddziale młodszym początkowa różnica między krzywymi jest większa, dopuszczalny przedział MPW – węższy, a sam MPW znajduje się w pobliżu punktu przecięcia krzywych, co znaczy, że zarówno uczeń młodszy, jak i starszy
7 Trzeba jednak zauważyć, że związki między dojrza- łością na starcie szkolnym a późniejszymi osiągnięciami i przystosowaniem szkolnym czasem się ujawniały (Banerji, 1992; Graue i Shepard, 1989), a czasem nie (de Lemos i Mellor, 1994).
rozwijają się – ceteris paribus – w podobnym tempie. W oddziale starszym różnica mię- dzy uczniami jest mniejsza, dopuszczalny przedział MPW – szerszy, a MPW może faworyzować młodszego, toteż rozwija się on w wyższym tempie niż starszy, przy czym obaj razem osiągają więcej niż w oddziale młodszym.
Czego możemy się spodziewać w oddzia- łach młodszych i starszych po upływie kilku lat nauki, powiedzmy w klasie 4? Teoria pro- wadzi do trzech hipotez:
■H1: osiągnięcia uczniów młodszych w oddziale będą niższe niż uczniów star- szych;
■ H2: w oddziałach młodszych różnice osiągnięć między uczniami względnie młodszymi i starszymi będą większe niż w oddziałach starszych;
■H3: w oddziałach młodszych średnia osiągnięć będzie niższa niż w starszych.
Hipotezy te zostały poddane sprawdzianowi.
Metoda
Analizę przeprowadzono na danych z mię- dzynarodowego badania IEA TIMSS 2011 (Konarzewski, 2012a; Martin, Mullis, Foy i Stanco, 2012; Mullis, Martin, Foy, Arora, 2012). Celem badania było określenie osiągnięć szkolnych w matematyce i przy- rodoznawstwie dziesięcioletnich uczniów klasy 4 z 50 krajów. Trzeba zauważyć, że nie we wszystkich krajach udało się zasto- sować oba warunki z międzynarodowej
8
Rysunek 3 przedstawia dwa dwuosobowe oddziały: młodszy, o niższej średniej wieku i starszy, o wyższej. W oddziale młodszym początkowa różnica między krzywymi jest większa, dopuszczalny przedział MPW – węższy, a sam MPW znajduje się w pobliżu punktu przecięcia krzywych, co znaczy, że zarówno uczeń młodszy, jak i starszy rozwijają się – ceteris paribus – w podobnym tempie. W oddziale starszym różnica między uczniami jest mniejsza, dopuszczalny przedział MPW – szerszy, a MPW może faworyzować młodszego, toteż rozwija się on w wyższym tempie niż starszy, przy czym obaj razem osiągają więcej niż w oddziale młodszym.
Czego możemy się spodziewać w oddziałach młodszych i starszych po upływie kilku lat nauki, powiedzmy w klasie 4? Teoria prowadzi do trzech hipotez:
H1: osiągnięcia uczniów młodszych w oddziale będą niższe niż uczniów starszych;
H2: w oddziałach młodszych różnice osiągnięć między uczniami względnie młodszymi i starszymi będą większe niż w oddziałach starszych;
H3: w oddziałach młodszych średnia osiągnięć będzie niższa niż w starszych.
Hipotezy te zostały poddane sprawdzianowi.
Metoda
Analizę przeprowadzono na danych z międzynarodowego badania IEA TIMSS 2011 (Konarzewski, 2012; Martin, Mullis, Foy i Stanco, 2012; Mullis, Martin, Foy, Arora, 2012).
Celem badania było określenie osiągnięć szkolnych w matematyce i przyrodoznawstwie dziesięcioletnich uczniów klasy 4 z 50 krajów. Trzeba zauważyć, że nie we wszystkich krajach udało się zastosować oba warunki z międzynarodowej definicji populacji – w niektórych czwartoklasiści mieli mniej (np. we Włoszech) lub więcej (np. w Danii) niż 10 lat, w innych dziesięciolatki były w wyższej klasie (np. w Anglii). Pomiar osiągnięć przeprowadzono w maju 2011 r. W Polsce poddano mu uczniów klasy 3.
Ogromna, zawierająca informacje o ponad 600 000 uczniów baza danych została zredukowana w trzech krokach. Po pierwsze, w celu ograniczenia liczby wariantów organizacyjnych szkolnictwa odrzucono wszystkie kraje pozaeuropejskie, pozostawiając dane z 25 krajów Europy. Po drugie, z bazy danych wyłączono uczniów „opóźnionych”, czyli starszych, niż wynikałoby to z ich przynależności do klasy i urzędowego wieku rozpoczynania nauki. Uczniowie ci, jak wykazały wyżej zreferowane badania, w jakieś części pochodzą z innej populacji niż uczniowie w wieku właściwym dla swojej klasy. Wielu uczniów opóźnionych doświadczało i zapewne nadal doświadcza szczególnych trudności w
wm MPW ws [wyzwania] MPW wm ws [wyzwania]
Oddział młodszy Oddział starszy
Rysunek 3. Dwa dwuosobowe oddziały klasowe.
Rysunek 3. Dwa dwuosobowe oddziały klasowe.
Wiek startu szkolnego a osiągnięcia w nauce w okresie wczesnoszkolnym 13 definicji populacji – w niektórych czwarto-
klasiści mieli mniej (np. we Włoszech) lub więcej (np. w Danii) niż 10 lat, w innych dziesięciolatki były w wyższej klasie (np.
w Anglii). Pomiar osiągnięć przeprowa- dzono w maju 2011 r. W Polsce poddano mu uczniów klasy 3.
Ogromna, zawierająca informacje o po- nad 600 000 uczniów baza danych została zredukowana w trzech krokach. Po pierw- sze, w celu ograniczenia liczby wariantów organizacyjnych szkolnictwa odrzucono wszystkie kraje pozaeuropejskie, pozosta- wiając dane z 25 krajów Europy. Po dru- gie, z bazy danych wyłączono uczniów
„opóźnionych”, czyli starszych, niż wyni- kałoby to z ich przynależności do klasy i urzędowego wieku rozpoczynania nauki.
Uczniowie ci, jak wykazały wyżej zrefero- wane badania, w jakieś części pochodzą z innej populacji niż uczniowie w wieku właściwym dla swojej klasy. Wielu ucz- niów opóźnionych doświadczało i zapewne nadal doświadcza szczególnych trudności w uczeniu się, które silniej niż wiek okre- ślają ich osiągnięcia, dlatego włączenie ich do analizy mogłoby zniekształcić obraz związku wieku z osiągnięciami. Z począt- kowej liczby 108 392 uczniów wyłączono zatem 5043 (4,7%) „opóźnionych” – naj- więcej z Niemiec (12,7%) i Austrii (10,6%), najmniej z Norwegii (0,5%), Chorwacji (0,9%) i Polski (1,9%). Nie widać natomiast powodu, by wyłączyć z analizy uczniów
„przyspieszonych”. Wprawdzie poszli oni do szkoły przed osiągnięciem wieku obo- wiązku szkolnego, ale jako w pełni gotowi do nauki – inaczej nie zostaliby przyjęci.
Po trzecie, usunięto nietypowe oddziały klasowe – liczące mniej niż 5 uczniów lub więcej niż 32 uczniów. Stanowiły one 3,9%
wszystkich oddziałów. Ostatecznie do ana- lizy weszły dane 101 519 uczniów z 5585 oddziałów; średnia wielkość oddziału wyniosła 18,2 przy odchyleniu standardo- wym 5,6. Wiek uczniów wahał się od 6,3 do
11,6 roku wokół średniej 10,3 przy odchyle- niu standardowym 0,51. W próbce znalazło się 50,3% chłopców.
Każda analiza osiągnięć szkolnych wymaga kontrolowania zmiennych ubocz- nych – przynajmniej płci i statusu socjoeko- nomicznego (SES) rodzin pochodzenia uczniów. W badaniach IEA nie tworzy się wskaźnika SES, ale zbiera dane, z których można go utworzyć. Wskaźnik zbudowano osobno dla każdego kraju (por. Konarzew- ski, 2012a, s. 64). Ponieważ stanowi go wynik czynnikowy (factor score), krajowe średnie i wariancje SES nie różnią się od siebie8.
Analizę przeprowadzono metodą dwu- poziomowej hierarchicznej regresji linio- wej (Raudenbush i Bryk, 2002). Wielką jej zaletą jest to, że pozwala oszacować intere- sujące zależności w miejscu, w którym one powstają. Zgodnie z zaproponowaną teorią efekt daty urodzenia powstaje w oddziale klasowym, tam więc należy określać zwią- zek osiągnięć z wiekiem uczniów – najproś- ciej w postaci współczynnika kierunkowego oddziałowego równania regresji osiągnięć na wiek. W ścisłym sensie bada się w ten spo- sób już nie efekt daty urodzenia, lecz efekt względnego wieku. Uczeń ze środka roz- kładu wieku w klasie może się znaleźć wśród najmłodszych lub najstarszych w oddziale.
Jeśli wiek względny jest ważniejszy niż bez- względny, efekt względnego wieku powinien być silniejszy niż efekt daty urodzenia.
Zmiennymi zależnymi było pięć możli- wych wartości (plausible values) osiągnięć ucznia w matematyce i tyleż samo w przy- rodoznawstwie. Na pierwszym poziomie
8 W pięciu krajach (Anglii, Belgii, Danii, Holandii i Ser- bii) nie przeprowadzono ankiety z rodzicami uczniów, w innych zaś wystąpiły liczne braki danych. Ogółem na 101 519 uczniów SES jest nieznany w 18 912 (19%) przy- padkach. W tych przypadkach w miejsce SES podsta- wiano ocenę SES wyznaczoną na podstawie wchodzącej w skład wskaźnika SES wartości zmiennej „stan posiada- nia”, która pochodzi z ankiety uczniowskiej.
Konarzewski 14
analizy regresji usiłowano je odtworzyć za pomocą statusu rodziny ucznia, płci i wieku.
Wszystkie zmienne niezależne „scentro- wano”, czyli wyrażono w postaci odchyleń od swoich średnich w oddziale. Dzięki temu stała oddziałowego równania regresji jest równa średniej osiągnięć w tym oddziale.
Na drugim poziomie usiłowano odtworzyć oddziałowe średnie osiągnięć i „nachyle- nia” (slope), czyli współczynniki regresji osiągnięć na względny wiek w oddziałach, za pomocą średniego wieku uczniów w każ- dym oddziale.
Wyniki
Wyniki analizy regresji przedstawiają Tabele 1 i 2. Jak widać, SES i płeć uczniów są istot- nie skorelowane z osiągnięciami; gdyby nie
zostały włączone do równania, obraz zależ- ności byłby zniekształcony wskutek przypad- kowych wahań składu oddziałów klasowych.
Wewnątrzoddziałowe współczynniki regresji osiągnięć matematycznych na względny wiek są silnie zróżnicowane (u3), ale ich średnia jest dodatnia i istotnie więk- sza od zera (γ30). W przeciętnym oddziale różnica roku przekłada się na różnicę 5,93 punktu. Dzieląc ją przez odchylenie stan- dardowe zmiennej zależnej (61,12), otrzy- mujemy d = 0,10. Związek względnego wieku z osiągnięciami przyrodniczymi jest podobny: d = 0,14. Procentowa siła efektu obliczona przez porównanie wariancji odtworzonej przez model uwzględniający zmienną względnego wieku i nieuwzględ- niający jej wynosi 1,27 dla matematyki i 1,26 dla przyrodoznawstwa, czyli jest
Tabela 1
Oszacowania efektów stałych ze stabilnymi błędami standardowymi
Matematyka Przyroda
Efekty Współ
czynnik Błąd
stand. df p Współ
czynnik Błąd
stand. df p
Osiągnięcia
Średnia [γ00] 521,82 1,30 352 <0,001 530,00 1,43 35 <0,001 Średni wiek oddziału [γ01] 25,68 3,01 3 085 <0,001 23,93 2,89 2 954 <0,001 Wiek
Nachylenie [γ30] 5,93 1,22 3 281 <0,001 8,16 1,37 99 <0,001 Średni wiek oddziału [γ31] 10,58 2,97 402 <0,001 10,24 3,79 26 0,012 Nachylenie SES [γ12] 15,19 0,50 304 <0,001 16,14 0,55 49 <0,001 Nachylenie płci [γ23] 6,49 0,80 274 <0,001 5,84 0,90 53 <0,001
Tabela 2
Oszacowania składników wariancji
Efekty Matematyka Przyroda
Wariancja χ2
df ≈ 5583 p Wariancja χ2
df ≈ 5583 p
Średnia [u0] 1 911,10 54 157 <0,001 1 650,83 47 006 <0,001 Nachylenie wieku [u3] 341,79 6 613 <0,001 315,14 6 590 <0,001
Poziom 1 [r] 3 735,72 – – 3 789,03 – –
Estymowany model: Yij = γ00 + γ01 Średni_wiekj + γ10 SESij + γ20 Płećij + γ30 Wiekij +γ31 Średni_wiekj Wiekij + u0j + u3j Wiekij + rij. Dane na pierwszym poziomie zważono wagą populacyjną.
Wiek startu szkolnego a osiągnięcia w nauce w okresie wczesnoszkolnym 15 ponad 6 razy większa od siły efektu daty
urodzenia wykrytego u dziewięciolatków przez zespół Langera (1984) oraz prawie 4 razy większa od tegoż efektu u dwuna- stolatków (Dolata i Pokropek, 2012). Hipo- teza H1 została potwierdzona.
Średni wiek uczniów w oddziale (γ31) ujemnie różnicuje wewnątrzoddziałowe współczynniki regresji osiągnięć na względny wiek. Znaczy to, że im starszy jest oddział, tym mniejsza jest przewaga osiągnięć ucz- niów względnie starszych nad młodszymi. To potwierdza hipotezę H2.
Średni wiek uczniów w oddziale (γ01) wiąże się dodatnio ze średnią osiągnięć w oddziałach klasowych. Osiągnięcia ucz- niów w oddziałach starszych są wyższe niż w młodszych, jak głosi hipoteza H3.
Tabela 3 przedstawia te same wyniki w bardziej intuicyjny sposób. Oddziały klasowe zostały podzielone na trzy równe podzbiory według średniej bezwzględnego wieku uczniów, mniej więcej w półrocznych odstępach. W każdym podzbiorze określono wewnątrzoddziałowe współczynniki regresji osiągnięć na względny wiek ucznia. Widać, że różnice związane z względnym wiekiem (wyrażone współczynnikiem regresji) są naj- większe w oddziałach najmłodszych, mniej- sze w średnich i nieodróżnialne od zera w najstarszych. Po drugie, wbrew równości
współczynników regresji osiągnięć na średni wiek (γ01 w Tabeli 1), zmienna ta różnicuje średnie osiągnięcia matematyczne inaczej niż przyrodnicze. W przyrodoznawstwie osiągnięcia są tym wyższe, im starszy jest oddział. Z matematyki dzieci z oddziałów średnich (tj. te, które zaczęły naukę w wieku 6,6 roku) umieją więcej niż dzieci z oddzia- łów młodszych (które poszły do szkoły pół roku wcześniej), ale dalsze odraczanie startu szkolnego nie przynosi już korzyści: dzieci z oddziałów starszych (zaczynające naukę w wieku 7 lat) wcale nie osiągają więcej niż dzieci z oddziałów o pół roku młodszych. Po trzecie, im starszy jest oddział, tym mniejsza jest różnica osiągnięć chłopców i dziewczy- nek. W oddziałach najmłodszych różnica osiągnięć w matematyce i przyrodoznaw- stwie wynosi odpowiednio 9,6 i 7,9 punktu na korzyść chłopców, a w najstarszych istot- nie mniej: 3,1 i 2,1.
Dyskusja
Potwierdzenie H1 może się wydać błahe wobec mnóstwa badań, w których ten efekt został ujawniony. Trzeba jednak zauwa- żyć, że zreferowane badanie ma szczególną cechę. Wiek względny w próbce oddziałów należących do różnych systemów oświato- wych w minimalnym stopniu zależy od pory
Tabela 3
Osiągnięcia szkolne przy kontroli płci i SES
Oddziały Liczba oddziałów
Przedział średniej wieku
Śred
wiekunia
Matematyka Przyrodoznawstwo
Globa lna średnia osiąg nięć
Globalny współczynnik regresji osiągnięć
na względny wiek
Globa lna średnia osiągnięć
Globalny współczynnik regresji osiągnięć na względny wiek
Wartość p Wartość p
Młodsze 1 857 9,36–10,06 9,83 497,9 9,99 <0,001 511,8 12,99 <0,001 Średnie 1 868 10,07–10,58 10,31 528,7 6,48 0,003 528,4 7,44 <0,001
Starsze 1 860 10,59–11,22 10,78 526,9 2,12 n.i. 540,4 4,74 n.i.
Konarzewski 16
roku urodzenia. W istocie najmłodsi i naj- starsi uczniowie w swoich oddziałach rodzili się we wszystkich miesiącach roku: najstarsi najczęściej w styczniu (w 31% oddziałów), a najrzadziej w kwietniu (4%), najmłodsi najczęściej w grudniu (30%), a najrzadziej w kwietniu (5%). Efekt względnego wieku ma zatem charakter swoiście szkolny i nie daje się sprowadzić wyłącznie do warunków biometeorologicznych panujących w okre- sie rozwoju płodowego i wczesnego nie- mowlęctwa.
Potwierdzenie H2 znaczy, że istnieje interakcja – której nie udało się wykryć Lan- gerowi i współpracownikom (1984) – mię- dzy względnym i bezwzględnym wiekiem startu szkolnego. Opóźnienie startu szkol- nego o rok znosi efekt względnego wieku, najprawdopodobniej dlatego, że pozwala nauczycielowi lepiej dostosować wyzwania do potrzeb młodszych uczniów.
Hipoteza H3 została w pełni potwier- dzona tylko w odniesieniu do osiągnięć w przyrodoznawstwie. Dlaczego średnia osiągnięć matematycznych w najstarszych oddziałach nie różni się od średniej oddzia- łów o pół roku młodszych? Oczekiwanie, że osiągnięcia wszystkich uczniów zależą od początkowej różnicy w predyspozycjach szkolnych, opiera się na założeniu stałości MPW względem punktu przecięcia funkcji wyzwań. To założenie nie musi być praw- dziwe. Jeśli w systemach późnego startu szkolnego silniejszy jest kult dzieciństwa, to można się tam spodziewać przesunięcia MPW w lewo, ku niższym wyzwaniom.
Wtedy dzieci względnie młodsze szybciej doganiają starsze, ale spotykają się z nimi na niższym poziomie, niż można by ocze- kiwać, gdyby od wszystkich więcej wyma- gano. Pytanie: Dlaczego to przesunięcie obserwuje się tylko na lekcjach matema- tyki? znajduje prostą odpowiedź: Ponieważ matematyka uchodzi za przedmiot wyjąt- kowo trudny. Zaobserwowana rozbież- ność wyników z hipotezą H3 sugeruje dość
oczywistą poprawkę teorii: rozpatrywanie MPW odrębnie dla różnych przedmiotów kształcenia.
Badanie przyniosło też nieoczekiwany efekt: w starszych oddziałach przewaga osiągnięć chłopców nad dziewczynkami jest mniejsza niż w młodszych. Teoria ofe- ruje proste wyjaśnienie. Na starcie dziew- czynki ustępują chłopcom pod względem liczbowych zdolności umysłowych9. Żeby uwzględnić tę różnicę, trzeba rozłożyć każdą funkcję na Rysunku 3 na dziewczęcą (przesuniętą nieco w lewo) i chłopięcą (prze- suniętą nieco w prawo). Od razu widać, że oddziały starsze dostarczają dziewczynkom więcej stymulacji niż chłopcom, młodsze natomiast – z grubsza tyle samo.
***
Jakie znaczenie mają przedstawione wyniki dla polskiej dyskusji nad wiekiem startu szkolnego? Bezpośrednio rozstrzygają nie- wiele, uprawdopodabniają jednak przypusz- czenie, że wiek wiąże się z osiągnięciami szkolnymi za pośrednictwem początkowych różnic w szkolnych predyspozycjach uczniów w oddziale klasowym i strategii dydaktycz- nej nauczyciela. Im wcześniej dzieci zaczy- nają naukę, z tym większym zróżnicowa- niem w oddziale boryka się nauczyciel i tym trudniej mu dobrać poziom wyzwań maksy- malizujący osiągnięcia wszystkich uczniów.
Dlatego pytanie: Jak redukować te różnice?
wydaje się ważniejsze niż to, w jakim wieku dzieci powinny rozpoczynać naukę.
Odpowiedź maturacjonistów, którzy wierzą, że dziecko, jak wino w butelce, doj- rzewa wyłącznie wskutek upływu czasu, jest prosta: trzeba opóźnić start szkolny.
Jest jednak jasne, że liczy się nie sam czas,
9 Nie znalazłem badania, które by to wprost potwier- dzało, ale solidne badanie brytyjskie (Calvin i in. 2010) świadczy o istnieniu tej różnicy w populacji jedenasto- latków. Można przypuszczać, że u sześciolatków nie jest ona mniejsza.
Wiek startu szkolnego a osiągnięcia w nauce w okresie wczesnoszkolnym 17 lecz to, czym jest wypełniony. Jeśli dzieci
miałyby spędzić dodatkowy rok w domu, to różnice w klasie 1 jeszcze by wzrosły, ponieważ domowe wyzwania rozwojowe są silnie związane ze statusem socjoeko- nomicznym rodziny. Kiedy dzieci mają go spędzić w „protoszkole” (w Polsce potocznie zwanej zerówką), czyli w szkole, która nie stawia jawnych wymagań, ale nieustannie dyryguje ich aktywnością i wskutek tego ogranicza ją i zniekształca, ich „protostart” odbywa się w jeszcze bar- dziej zróżnicowanej grupie niż sam start – co powinno wzmacniać efekt względnego wieku. Rozwiązaniem najskuteczniejszym wydaje się rok w przedszkolu, które nie naucza typowo szkolnych umiejętności, lecz dostarcza przemyślanej stymulacji rozwojo- wej. Taki rok można równie dobrze zaofero- wać pięcio-, jak i sześciolatkom.
Niezależnie od polepszenia edukacji przedszkolnej, różnice na początku klasy 1 można zredukować przez niewielką zmianę terminu obowiązku szkolnego. Szacunkowy wiek rozpoczęcia nauki w klasie 1 przez ucz- niów z najmłodszych oddziałów (Tabela 3) wynosi 6,2 roku, ze średnich – 6,6 roku i z naj- starszych – 7,1 roku. Wartościom tym odpo- wiadają następujące kryteria startu szkol- nego: 6 lat i 31 grudnia, 6 lat i 30 czerwca oraz 7 lat i 31 grudnia. Ostatnie z nich obowiązy- wało w Polsce przed zmianą ustawy, pierwsze zaś będzie obowiązywać, gdy zmiana wejdzie w życie. Rozwiązanie kompromisowe: posy- łanie do szkoły dzieci, które ukończą 6 lat do 30 czerwca włącznie, mogłoby zmniejszyć efekt względnego wieku, nie naruszając istoty zmiany.
Dwa inne sposoby odnoszą się do dzie- lenia uczniów na oddziały klasowe i orga- nizacji kształcenia w oddziale. Pierwszy to tworzenie odrębnych oddziałów dla dzieci młodszych i starszych. Efektywność tego sposobu wymaga sprawdzenia w ekspe- rymentach naturalnych. Drugi to głębsza indywidualizacja kształcenia w okresie
wczesnoszkolnym, zwłaszcza według planu Joplin (Konarzewski, 2012b).
Literatura
Allen, J. i Barnsley, R. H. (1993). Streams and tiers:
the interaction of ability, maturity and training in systems with age-dependent recursive selection.
Journal of Human Resources, 28, 649–659.
Angrist, J. D. i Krueger, A. B. (1991). Does compulsory school attendance affect schooling and earnings?
Quarterly Journal of Economics, 106(4), 979–1014.
Banerji, M. (1992). An integrated study of the pre- dictive properties of the Gesell School Readiness Screening Test. Journal of Psychoeducational Assessment, 10(3), 240–256.
Bedard, K. i Dhuey, E. (2006). The persistence of early childhood maturity: international evidence of long- -run age effects. Quarterly Journal of Economics, 121(4), 1437–1472.
Bickel, D. D. (1991). Chronological age and entrance to first grade: effects on elementary school success.
Early Childhood Research Quarterly, 6(2), 105–117.
Bigelow, E. B. (1934). School progress of under-age children. Elementary School Journal, 25, 186–192.
Black, S. E., Devereux, P. J. i Salvanes, K. G. (2008).
Too young to leave the nest: the effects of school starting age. NBER Working Papers No. 13969.
Brooke, S. L. (1995). Critical analysis of the cul- ture-free self-esteem inventories. Measurement
& Evaluation in Counseling & Development, 27(4), 248–252.
Byrd, R. S., Weitzman, M. i Auinger, P. (1997). In- creased behavior problems associated with delayed school entry and delayed school progress.
Pediatrics, 100(4), 654–661.
Davis, B. G., Trimble, C. S. i Vincent, D. R. (1980).
Does age of entrance affect school achievement?
The Elementary School Journal, 80, 133–143.
Diamond, G. H. (1983). The birthdate effect?
A maturational effect? Journal of Learning Disa- bilities, 16, 161–164.
Dietz, C. i Wilson, B. J. (1985). Beginning school age and academic achievement. Psychology in the Schools 22(1), 93–94.
DiPasquale, G. W., Moule, A. D. i Flewelling, R. W.
(1980). The birthdate effect. Journal of Learning Disabilities, 13, 4–8.
Dobkin C. i Ferreira F. (2009). Do school entry laws affect educational attainment and labor market outcomes? NBER Working Paper No. 14945.
Konarzewski 18
Dolata, R. i Pokropek, A. (2012). Czy warto uro- dzić się w styczniu? Wiek biologiczny a wyniki egzaminacyjne. W: B. Niemierko i M. K. Szmigel (red.), Regionalne i lokalne diagnozy edukacyjne.
Materiały XVIII Konferencji Diagnostyki Eduka- cyjnej (s. 52–58). Kraków: Polskie Towarzystwo Diagnostyki Edukacyjnej.
Freyman, R. (1965). Further evidence on the effect of date of birth on subsequent school perfor- mance. Educational Research, 8, 58–64.
Gledhill, J., Ford, T. i Goodman, R. (2002). Does season of birth matter? The relationship between age within the school year (season of birth) and educational difficulties among a representative general population sample of children and ado- lescents (aged 5–15) in Great Britain. Research in Education, 68, 41–47.
Graue, M. E. i DiPerna, J. (2000). Redshirting and early retention: who gets the ‘gift of time’ and what are its outcomes? American Educational Research Journal, 37, 509–534.
Graue, M. E. i Shepard, L. A. (1989). Predictive validity of the Gesell School Readiness Tests. Early Childhood Research Quarterly, 4(3), 303–315.
Gredler G. R. (1980). The birthdate effect: fact or artifact? Journal of Learning Disabilities, 13(5), 9–12.
Ilg, F. L. i Ames, L. B. (1965). School readiness. New York: Harper & Row.
Jones, M. i Mandeville, K. (1990). The effect of age at school entry on reading achievement scores among South Carolina students. Remedial and Special Education, 11, 56–62.
King, I. B. (1955). Effect of age of entrance into Grade I upon achievement in elementary school.
The Elementary School Journal, 55, 331–336.
Konarzewski, K. (2012a). Osiągnięcia szkolne pol- skich trzecioklasistów w perspektywie międzyna- rodowej. Warszawa: Centralna Komisja Egzami- nacyjna.
Konarzewski, K. (2012b). Perspektywy indywidu- alizacji kształcenia. Raport o stanie badań. War- szawa: Instytut Badań Edukacyjnych.
Konarzewski, K. (2013). Względny wiek uczniów w oddziale a ich samoocena. Referat przedsta- wiony na XIX Krajowej Konferencji Diagnostyki Edukacyjnej w Gnieźnie.
Lawlor, D. A., Clark, H., Ronalds, G. i Leon, D. A.
(2006). Season of birth and childhood intelli- gence: findings from the Aberdeen Children of the 1950s cohort study. British Journal of Educa- tional Psychology, 76, 481–499.
Langer, P., Kalk, J. M. i Searls, D. T. (1984). Age of admission and trends in achievement: a com- parison of Blacks and Caucasians. American Educational Research Journal, 21(1), 61–78.
Lemos, M. M. de i Mellor, E. J. (1994). A longitudi- nal study of developmental maturity, school entry age, and school progress. Australian Research in Early Childhood Education, 1, 42–50.
Maddux, C. D. (1980). First-Grade entry age in a sample of children labeled Learning Disabled.
Learning Disability Quarterly, 3(2), 79–83.
Maddux, C. D., Stacy, D. i Scott, M. (1981). School entry age in a group of gifted children. Gifted Children Quarterly, 15, 180–184.
Martin, R. P., Foels, P., Clanton, G. i Moon, K.
(2004). Season of birth is related to child reten- tion rates, achievement, and rate of diagnosis of specific LD. Journal of Learning Disabilities, 37, 307–317.
Martin, M. O., Mullis, I. V. S., Foy, P. i Stanco G.
M. (2012). TIMSS 2011 international results in science. Chestnut Hill: Boston College.
May, D. C., Kundert, D. K. i Brent, D. (1995). Does delayed school entry reduce later grade retentions and use of special education services? Remedial and Special Education, 16(5), 288–294.
May, D. C. i Welch, E. (1986). Screening for school readiness – the influence of birthdate and sex.
Psychology in the Schools, 23(1), 100–105.
McDonald, G. (2001). Comparing school systems to explain enduring birth date effects. Compare, 31, 381–391.
Miller, W. i Norris, R. C. (1967). Entrance age and school success. Journal of School Psychology, 6, 47–60.
Morrison, F. J., Griffith, E. M. i Alberts, D. M. (1997).
Nature-nurture in the classroom: entrance age, school readiness, and learning in children. Deve- lopmental Psychology, 33(2), 254–262.
Mullis, I. V. S., Martin, M. O., Foy, P. i Arora, A.
(2012). TIMSS 2011 international results in math- -ematics. Chestnut Hill: Boston College.
Raudenbush, S. W. i Bryk, A. S. (2002). Hierarchi- cal linear models. Applications and data analysis methods (wyd. 2). Thousand Oaks: Sage.
Reijneveld, S. A., Wiefferink, C. H., Brugman, E., Ver- hulst, F. C., Verloove-Vanhorick, S. P. i Paulussen, T. G. W. (2006). Continuous admission to primary school and mental health problems. BMC Public Health, 6, 145. doi:10.1186/1471-2458-6-145.
Sharp, C. (2002). School starting age: European policy and recent research. Paper presented at the
Wiek startu szkolnego a osiągnięcia w nauce w okresie wczesnoszkolnym 19
LGA Seminar ‘When Should Our Children Start School?’, London.
Sutton, P. (1967). Correlation between streaming and season of birth in secondary schools. British Journal of Educational Psychology, 37, 300–304.
Thompson, D. (1971). Season of birth and success in the secondary school. Educational Research, 14, 56–60.
Thompson, A. H., Barnsley, R. H. i Battle J. (2004).
The relative age effect and the development of self- -esteem. Educational Research, 46(3), 313–320.
Thompson, A. H., Barnsley, R. H. i Dyck, R. J. (1999).
A new factor in youth suicide: the relative age effect. Canadian Journal of Psychiatry, 44, 82–85.
Uphoff, J. i Gilmore, J. (1986). The birthdate effect and college athletic participation: some compari- sons. Journal of Sport Behaviour, 15, 227–238.
Verachtert P., Fraine De B., Onghena P. i Ghesquière P. (2010). Season of birth and school success in the early years of primary education. Oxford Review of Education, 36(3), 285–306.
Weinstein, L. (1969). School entrance age and adjustment. Journal of School Psychology, 7, 20–28.
Wood Ch., Powell, S. i Knight, R. (1984). Pre- dicting school readiness: the validity of deve- lopmental age. Journal of Learning Disabilities, 17(1), 8–11.
